用能权交易制度对绿色技术创新的影响效应与传导机制

张艾莉，陈 茜

(北京工业大学 经济与管理学院，北京100124)

0 引言

中国当前的高能耗、高污染和高排放工业化发展方式，是实现绿色转型发展背景下碳达峰、碳中和愿景面临的最大挑战，亟需探索一条实现经济效益与环境效益双赢的有效路径。在此背景下，绿色技术创新作为企业践行绿色发展理念的核心要素，通过优化能源结构、促进能源要素高效配置减少碳排放，不仅能够减轻企业绿色转型负担，更有助于打破中国高质量发展中的能源约束和环境约束，推动中国产业结构升级和绿色经济发展。2021年政府工作报告提出加快建设全国用能权、碳排放权交易市场，完善能源消费强度和总量双控制度。用能权交易制度的实施不仅能从正面缓解能源危机和环境压力，还能从侧面激发企业绿色技术创新动力。

依据现有文献，大部分学者深入探讨了影响绿色技术创新的相关因素，如制度要素[1]、对外直接投资[2]、外部网络关系[3]、产业集聚[4]、战略市场目标[5]、人力资本[6]和客户利益[7]等。在制度要素层面，环境规制一直以来都是学者广泛讨论的焦点，针对不同环境规制类型影响绿色技术创新的研究最为丰富。熊广琴等[8]从命令控制型环境规制角度出发，验证了中国低碳城市试点政策对企业绿色技术创新的推动作用；也有学者提出市场激励型环境规制对绿色技术创新具有促进作用；Borghesi等[9]使用意大利数据进行研究发现，欧洲碳排放权交易制度显著促进了企业清洁技术创新；Calel & Dechezleprêtre[10]随后的研究也证实了这一观点。在此基础上，学者对命令控制型环境规制和市场激励型环境规制对绿色技术创新的促进效果进行了对比研究。Popp[11]、Requate[12]、Johnstone等[13]、彭星和李斌[14]认为相比于命令控制型环境规制，市场激励型环境规制对绿色技术创新的促进作用更显著。王娟茹和张渝[15]发现，命令控制型环境规制对绿色技术创新意愿的诱导作用更显著，市场激励型环境规制对绿色技术创新行为的诱导作用更显著；李广培等[16]认为，命令控制型环境规制和市场激励型环境规制对企业研发投入均有显著提升作用，且能够通过研发投入的中介效应影响企业绿色产品和绿色工艺创新；郭进[17]认为，财、税、费等市场激励型环境规制政策对于推动绿色技术创新更有效，并证实研发投资在环境规制促进绿色技术创新中发挥了中介作用。

作为一项市场激励型环境规制政策，中国用能权交易制度时间跨度较短，学术界针对用能权交易制度的研究较少，大部分文献集中于探讨用能权制度指标分配[18]、节能效果与经济效应[19-20]等方面，针对用能权交易制度影响绿色技术创新的研究尚处于探索阶段。沈璐和陈素梅[21]对用能权交易制度的绿色技术创新溢出效应进行了初步考察，但并未阐明和检验其作用机制。探究用能权交易制度对企业绿色技术创新的影响路径，既有助于揭示用能权交易试点制度对于绿色发展转型的促进效果，又能丰富中国探索市场激励型制度建设研究，可为加快全面建设用能权交易市场提供现实依据。

综上所述，本文边际贡献主要体现在以下几个方面：第一，探究用能权交易制度对工业企业绿色技术创新的影响效应，为用能权交易制度诱发绿色技术创新提供微观证据，有助于识别激励绿色技术创新的政策着力点。第二，挖掘用能权交易制度对企业绿色技术创新的异质性作用与影响路径，既能丰富用能权交易制度评价结论，又能为用能权交易市场建设提供实践支持。第三，将用能权交易制度作为一项准自然实验，采用PSM-DID法划分实验组与控制组并控制个体效应和时间效应，有助于科学测度政策效果，减少样本选择偏误对结论造成的不良影响，提高研究结论的可靠性。

1 政策背景、概念界定与机制分析

1.1 用能权交易制度背景

当前，中国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，过度依赖能源和环境发展带来的约束愈发明显，为探索资源节约和高效利用的绿色发展方式，2016年国务院在“十三五”规划中提出“建立健全用能权、用水权、排污权、碳排放权初始分配制度”。同年，国家发改委发布《用能权有偿使用和交易制度试点方案》，提出在浙江、福建、河南和四川4个省份开展用能权有偿使用和交易试点，并于2017年正式批复四省开始实施试点方案。2021年，“十四五”规划再次强调推进用能权市场化交易。在严峻的节能降耗形势下，国家发改委于9月印发的《完善能源消费强度和总量双控制度方案》进一步明确了推动用能权有偿使用和交易的具体实施方案。用能权交易制度是指在政府控制区域用能总量的前提下，根据节能潜力和资源禀赋等条件，赋予企业一定比率的免费初始用能指标，并允许企业从市场上买入或卖出能源消费指标以实现能源消耗总量和强度下降。此方案不仅有助于降低能源消耗、优化能源结构，而且还有助于减少碳排放、实现经济可持续发展。

1.2 用能权交易制度相关界定

目前，对于用能权的权威界定主要来自试点地区政府部门颁布的规范性文件，如浙江省发改委于2019年发布的《浙江省用能权有偿使用和交易管理暂行办法》规定：“用能权是指用能单位经各级人民政府节能主管部门确认，在一定时期内依法取得可使用、可交易的能源消费量的权属。用能权交易是指相关主体之间依法进行的用能权指标市场化交易行为。”由此看来，用能权交易主体是指经过政府法定分配或在二级市场上通过交易获得用能指标的单位。用能权交易客体是指企业的用能量指标，即在一定时期内，用能权管理机构基于行政区域内节能目标的综合考量，审核配发给企业的可用能源消费额度[22]。

用能权指标稀缺性是用能权交易市场得以建立和运行的基础。在企业生产过程中，如果用能配额不足以支撑实际能源消费量，则可以在用能权交易市场上向其它拥有剩余用能指标的企业购买配额；当企业实际能源消费量少于政府规定配额时，则可以在用能权交易市场上出售配额以获取收益。因此，与碳排放权和排污权交易原理相似，用能权交易制度实际上是一种市场型环境规制，这种环境规制将用能指标作为产权、将用能指标的市场价格作为信号，通过市场交易机制实现能源消费总量平衡，进而达到节能减排和推动企业绿色转型的目的。

1.3 机制分析

1.3.1 用能权交易制度对绿色技术创新的影响机制

结合波特假说和企业利润最大化理论，用能权交易制度对企业绿色技术创新具有促进作用，具体表现在增加成本压力和提供创新补偿两个方面。首先，从增加成本压力看，作为一种市场激励型环境规制，用能权交易制度对企业能耗存在一定约束，如果企业保持原有生产技术、模式和产量，一旦能耗量超过政府配发的免费额度，转而购买市场上有限的用能权指标将会提高企业生产成本；而如果企业选择降低产量以减少超额用能所付出的成本，则会降低企业营业收入，从而削弱产品市场占有量和竞争力。因此，无论企业选择哪种用能策略，用能权政策都使企业面临较为严峻的节能压力，间接增加企业生产成本，倒逼企业进行绿色技术创新。因为通过绿色技术创新可以减少企业正常生产所需的能源消耗量，降低购买用能权所付出的成本，增加企业利润。其次，从提供创新补偿看，企业绿色技术创新不仅能够降低能耗量，而且当能耗量减少至固定配额指标以下时，企业还可以出售富余用能指标获取经济利润。此外，绿色技术创新通过帮助企业改进生产方式、提高生产率、增加经营利润，进而抵消购买用能指标的费用，形成创新补偿效应。所以，用能权诱导企业通过绿色技术创新增加收益，进而提升企业通过持续创新获利形成良性循环的积极性。

用能权交易制度诱发的绿色技术创新强度依不同行业和不同所有制企业有所差异，非高耗能企业和非国有企业往往存在较为明显的绿色技术创新溢出。由于用能权交易制度并未强制企业必须采取某种行动降低能耗，而是通过市场价格机制间接诱导企业进行绿色技术创新，所以用能权交易制度作用于企业绿色技术创新的机制链条较长，其中存在较多不确定性因素，导致其对于不同行业和不同所有制企业绿色技术创新的影响效果不同。从企业所属行业性质看，用能权交易方案对高耗能行业用能指标审查较为严格，所以高耗能企业往往比非高耗能企业面临更大的用能压力，意味着高耗能企业的生产成本更高，而立即进行绿色技术创新并将创新成果进行实用性转化在短期内无法实现，由此大大降低了高耗能企业绿色技术创新的积极性。非高耗能企业在用能权交易市场上拥有富裕的用能配额，通过出售配额赚取收益能够间接提高非高耗能企业绿色创新投入，进而提高绿色技术创新产出。因此，从短期看，非高耗能企业绿色技术创新意愿高于高耗能企业。从企业所有制性质看，相比于国有企业，非国有企业面临用能指标稀缺、用能成本上升压力，更容易进行绿色技术创新。因此，非国有企业只有通过绿色技术创新活动降低生产成本、提高核心竞争力，才能实现可持续发展。

1.3.2 研发投入和政府支持的中介效应机制

研发投入、政府支持是企业进行绿色技术创新的基础动力和重要保障，用能权交易制度主要从研发投入和政府支持两个方面对绿色技术创新产生推动作用。

(1)基于研发投入视角，用能权交易制度对企业绿色技术创新的影响主要表现在两个方面：一是促使企业加大研发资金投入。较大的节能压力迫使企业增加研发资金进行技术改造以减少能源消耗。硬件设施和技术设备是企业进行绿色技术创新的基石，增加研发资金投入有利于改善硬性条件，如建立创新实验室、完善基础设施、更新技术设备等能够极大程度提高企业绿色技术研发效率。二是推动企业吸纳专业技术人员。高质量技术人员是企业绿色技术创新的决定性因素，技术人员可将吸收利用的创新知识通过硬件资源转化为实用性创新产出。企业积极招纳技术人员不仅能够提升技术吸收和改造能力，还有利于加速绿色技术创新成果产出。资金投入与人才引进相互协同，共同促进绿色技术进步，进而提高企业绿色技术创新水平[23-24]。

(2)基于政府支持视角，用能权交易制度通过税收优惠和政府补贴促进企业绿色技术创新。当政府支持强度较低时，企业往往缺乏绿色技术创新主动性，这是因为绿色技术创新往往存在“双重外部性”特征：一方面，企业过度消耗能源造成环境污染带来的负外部性使企业低估节能减排成本，从而没有进行绿色技术创新的原始动力；另一方面，企业进行绿色技术创新后，部分创新成果会变成公共知识产出，进而产生创新溢出的正外部性。绿色技术创新的高投入和高风险只由研发企业承担，创新产出容易被其它企业模仿和复制，由此降低了企业进行绿色技术创新的主动性[25]。用能权交易制度试点方案明确提出，政府要加大财政、税收激励政策力度以支持企业节能改造。税收优惠和政府补贴虽然作用于企业创新活动的先后顺序不同，但实质上都是政府对企业的补助，能够缓解企业绿色技术创新面临的资金约束，为技术创新活动提供风险补偿，提高企业进行绿色技术创新的主动性和积极性。此外，税收优惠和政府补贴还具有信号传递效应，向外界传递出政府对企业绿色发展的认可和支持，能够打破企业与外部潜在投资者之间的信息不对称，吸引投资者对企业绿色技术创新活动提供投资和贷款支持。因此，政府支持在用能权交易制度促进企业绿色技术创新实践中发挥着积极作用。

综上所述，本文构建用能权交易制度促进绿色技术创新的传导机制，如图1所示。

2 数据说明、模型设定与变量选取

2.1 数据说明

工业企业是中国经济在转型发展过程中控制高能耗、高排放和高污染的主要对象，因此本文以工业企业为研究样本，探讨用能权交易制度对企业绿色技术创新的影响机制，以2014-2019年中国沪深A股工业上市公司为初始样本。为保持数据稳健性和完整性，本文进行如下处理：①剔除样本期内被ST或*ST的企业；②剔除样本期内数据严重缺失的企业；③对少量缺失数据进行线性插值处理。经上述处理，最终获取1 032家企业，共计6 193个样本观测值。为避免异常值对统计结果造成的不良影响，对所有连续变量进行前后1%的缩尾处理。本文使用的上市企业绿色专利数据来自CNRDS数据库，财务数据和其它相关数据来自国泰安(CSMAR)和万德(Wind)数据库。

图1 用能权交易制度对绿色技术创新的影响机制Fig..1 Influence mechanism of the trading system of energy-consuming right on green technological innovation

2.2 模型设定

为探究用能权交易制度对工业企业绿色技术创新的影响，本文将该项政策的实施作为一项准自然实验，根据政策冲击时间与作用对象划分出实验组和控制组，运用双重差分(DID)模型考察政策效应。考虑到政府对于用能权交易制度试点的选择可能存在非随机性，即选择在经济水平、地理区位、产业结构和绿色发展等方面具有代表性的省份作为用能权交易制度试点，这种非随机选择可能会对模型估计造成一定误差。此外，企业在创新发展过程中极易受到若干不可观测因素的影响，导致实验组与控制组样本基本特征无法满足DID模型平行趋势假设。针对以上问题，本文使用Heckman等[26]提出的倾向匹配得分法(PSM)筛选出与实验组样本主要特征相似的控制组企业，尽可能减少实验组与控制组样本之间的差距，以缓解样本选择性偏差和不随时间变化的遗漏变量所带来的不良影响。本文以企业年龄(age)、企业规模(size)、资产回报率(roa)、资产负债率(lev)、研发资金(rd)、流动资产负债比(liquid)、投资支出占比(inexr)、员工平均薪酬(ppay)和员工劳动生产率(labor)9个企业个体特征为匹配变量，使用最近邻匹配法对实验组与控制组进行1∶1匹配，最终得到4 765个企业样本观测值，其中实验组1 254个，控制组3 511个。

进一步，基于PSM匹配后样本估计政策冲击产生的绿色技术创新溢出效应，构建如下实证模型：

lngreinnoit=α0+α1Policyi·Timet+α2Controlsit+λt+τi+εit

(1)

其中，i、t分别表示企业和年份。lngreinno代表企业绿色技术创新，本文分别带入绿色专利申请量(grepat)、绿色发明专利申请量(greinv)和绿色实用新型专利申请量(greum)加1并取自然对数。Policy表示用能权交易制度虚拟变量，以政策试点省份作为实验组，取值为1；其它省份作为控制组，取值为0。Time代表时间虚拟变量，将2017年作为政策冲击发生的时间点，在2017年及以后取值为1，其它时间取值为0。交互项Policy·Time的影响系数α1反映2017年用能权交易政策冲击对企业绿色技术创新的影响。Controls为控制变量，λt、τi分别表示年份和企业固定效应，εit为随机扰动项。

2.3 变量选取

(1)被解释变量。相较于其它指标，专利申请量更能准确反映企业技术创新产出[27]。发明专利和实用新型专利研发投入多、技术含量高，是企业实质性绿色技术创新产出的体现，因此本文选取绿色发明专利申请量(greinv)、绿色实用新型专利申请量(greum)及二者之和(grepat)衡量企业绿色技术创新。

(2)解释变量。本文以上文设立的政策与时间两个虚拟变量的交互项Policy·Time作为解释变量，用以反映用能权交易制度对企业绿色技术创新的影响。

(3)控制变量。借鉴前人研究，本文设置以下控制变量：①企业规模(size)：反映企业对技术创新资源的配置能力；②成长性(growth)：反映企业未来发展能力；③投资支出占比(inexr)：反映企业改善和提高生产技术条件的能力；④资本密集度(cap)：表示企业对技术创新活动的资本投入强度；⑤融资约束(fc)：反映企业对外融资约束水平。此外，加入企业和年份虚拟变量控制个体和时间固定效应。具体变量设定如表1所示。

表1 变量设定Tab.1 Variable setting

3 实证检验

3.1 匹配平衡性检验

本文使用倾向匹配得分法，从未实施用能权交易制度省份企业中寻找与试点省份企业特征最为接近的样本作为控制组。为保证匹配结果的可靠性和有效性，需要检验匹配前后实验组和控制组企业特征变量是否存在显著差异，匹配效果如图2所示。从中可见，各匹配变量标准偏差绝对值均小于10%，实验组与控制组不存在显著差异，说明本文选取的匹配变量合适，匹配效果较好。

3.2 全样本回归分析

表2列示了用能权交易制度对企业绿色技术创新的影响结果。从中可见，用能权交易制度对企业绿色技术创新存在显著驱动作用，支持了波特假说。具体而言，相较于非试点地区，用能权交易制度显著提升了试点地区工业企业绿色发明和绿色实用新型专利产出，影响系数分别为0.084和0.096，均在5%水平上显著，说明用能权交易制度成功诱发了企业绿色技术创新，是企业绿色转型发展的实质性体现。

图2 匹配变量标准化偏差Fig.2 Standardized bias across matched variables

3.3 稳健性检验

(1)平行趋势检验。使用双重差分模型的前提条件是实验组与控制组在政策冲击前具有相同的变化趋势，因此本文使用两种方法进行平行趋势检验。首先，绘制实验组和控制组平行趋势图，如图3所示。结果显示，在用能权交易制度实施前，实验组与控制组绿色专利、绿色发明专利和绿色实用新型专利均呈现出较为一致的变化趋势，而在用能权交易制度实施后，其变化趋势才呈现出现明显差异。其次，参考蒋灵多等[28]的做法，构造如下模型进行回归分析：

lngreinnoit=α0+α1Policyi·Yeart+α2Controlsit+λt+τi+εit

(2)

其中，Year代表政策发生当年及以前年份虚拟变量，其它变量界定同模型(1)，回归结果如表3所示。从中可见，在用能权交易制度实施前，交互项Policy·Time的系数均不显著，说明实验组与控制组满足双重差分模型平行趋势前提假设。

表2 全样本回归结果Tab.2 Full sample regression results

图3 平行趋势检验Fig.3 Parallel trend test

(2)安慰剂检验。基于“反事实”法证实企业绿色技术创新水平变化是由用能权交易制度所致。本文将用能权交易制度提前至2015年，检验交互项系数是否显著，结果如表4所示。从中可见，无论采取哪种被解释变量，假设政策与时间虚拟变量的交互项系数均不显著，由此增强了本文回归结果的有效性。

(3)更换匹配方法。本文将匹配方法更换为半径匹配，对企业年龄(age)、企业规模(size)、资产回报率(roa)等9个匹配变量按照实验组与控制组进行半径为0.000 1的匹配，并根据匹配数据再次进行回归，结果如表5所示。从中可见，交互项系数大小、符号和显著性与前文一致，说明本文结论具有一定的可靠性和稳健性。

表3 平行趋势检验结果Tab.3 Parallel trend test results

表4 安慰剂检验结果Tab.4 Placebo test results

表5 更换匹配方法后的回归结果Tab.5 Regression results after changing the matching method

(4)更改样本区间。剔除2014年样本，将样本区间缩短至2015-2019年重新进行回归，结果如表6所示。从中可见，回归结果与前文保持一致，结论未发生明显改变。

表6 更改样本区间后的回归结果Tab.6 Regression results after changing the sample intervals

3.4 分样本回归分析

(1)不同耗能企业分样本。根据2020年国家发改委在《关于明确阶段性降低用电成本政策落实相关事项的函》中明确的高耗能行业范围，将样本划分为高耗能企业和非高耗能企业，表7列示了不同耗能企业的面板回归结果。结果显示，只有非高耗能企业交互项系数显著为正，高耗能企业系数均不显著。从理论上讲，在买卖双方交易市场上，以能源为标的物的用能权具有商品属性，企业会根据自身能耗需求量和透明的市场价格信号选择买入或卖出用能权；而在有限理性人假设下，企业为追求自身利润最大化，会通过比较企业进行绿色技术创新的前期成本和预期收益以及购买用能权的成本和生产收益权衡是否进行绿色技术创新。高耗能企业面临更高的能源需求量，在短期内进行绿色技术创新产生的边际利润小于购买用能权，因此高耗能企业往往选择购买用能权而非进行绿色技术创新。而非高耗能企业用能较少，不需要购买用能权或购买用能权付出的成本较少，企业有充足的资金进行绿色技术创新。此外，为避免未来政策制度变化带来的用能成本上升压力，非高耗能企业具有进行绿色技术创新的强烈意愿。结合回归结果可知，用能权交易制度对非高耗能企业绿色技术创新的促进作用大于高耗能企业，进一步支持了理论分析的部分观点。

(2)企业所有制分样本。根据企业所有权性质，将企业划分为国有企业和非国有企业，使用模型(1)对两组样本进行回归，结果如表8所示。由结果可知，对3种被解释变量而言，非国有企业交互项影响系数均为正，且在5%水平下显著，国有企业交互项系数为正但不显著，说明用能权交易制度对非国有企业产生了显著的绿色技术创新溢出效应，而对国有企业的作用效果不显著。通过计算实验期内非国有企业和国有企业的研发强度均值发现，非国有企业为0.046，国有企业为0.035，反映出非国有企业比国有企业更注重研发，说明非国有企业对资源分配和市场价格更敏感，且面临激烈的用能权份额竞争和高昂的市场定价，更倾向于通过提高绿色技术创新能力降低企业用能成本，进而推动绿色技术创新。而国有企业研发和生产方式较为固定，灵活性和变通性有限，因此用能权对绿色技术创新的促进效果较弱。由以上实证结果和分析可知，相比于国有企业，用能权交易制度诱发非国有企业绿色技术创新的作用效果更显著。

表7 不同耗能企业回归结果Tab.7 Regression results of different energy-consuming enterprises

表8 不同企业所有制回归结果Tab.8 Regression results of different enterprise ownerships

3.5 机制检验

基于前文理论机制分析，本文进一步探究用能权交易制度影响企业绿色技术创新的具体路径，选取企业研发资金(rd)、研发人员(rdp)、税收优惠(tr)、政府补贴(gs)作为中介变量，进一步进行中介效应检验。

借鉴潘彬和金雯雯[29]的模型设计，根据温忠麟等[30]构造的Sobel检验程序及Bootstrap检验识别中介效应，构建如下模型：

lngreinnoit=α0+α1Policyi·Timet+α2Controlsit+λt+τi+μ1

(3)

medit=β0+β1Policyi·Timet+β2Controlsit+λt+τi+μ2

(4)

lngreinnoit=δ0+δ1Policyi·Timet+δ2medit+δ3Controlsit+λt+τi+μ3

(5)

其中，medit为中介变量，μ是随机扰动项，其它变量界定同(1)。本文采用Sobel检验中介效应，并通过Bootstrap检验结论的稳健性。基于Sobel检验步骤，首先判断α1系数是否显著，结果发现模型(3)与模型(1)相同，说明α1系数显著。其次，以β1·δ2衡量中介效应，如果β1、δ2至少有一个不显著，则进行Sobel检验；如果二者系数均显著，则说明中介效应成立，不需要再进行Sobel检验。如果δ1显著，说明存在部分中介效应；否则，说明存在完全中介效应。此外，MacKinnon等[31]提出，不同于标准正态分布，Sobel检验统计量临界值在5%水平上约为0.97，中介效应检验结果如表9所示。

(1)研发资金：以研发费用占营业收入的比重作为研发资金的代理变量，结果如表9第1、2列所示。从中可见，β1在1%水平下显著，δ2不显著，进一步通过Sobel检验和Bootstrap检验得出中介效应显著，表明用能权交易制度显著提高了企业研发资金投入，进而加大了企业绿色技术创新水平。δ1显著，说明研发资金在其中具有部分中介效应。

(2)研发人员：以研发人员占员工的比重测量。表9第3列结果显示β1系数不显著，而第4列结果显示δ1、δ2系数显著。进一步进行中介效应检验发现结果显著，说明研发人员具有部分中介效应，反映出研发人员作为影响企业绿色技术创新的中介变量部分传导了用能权交易制度对企业绿色技术创新的促进作用。

(3)税收优惠：采用税费返还占营业收入的比重衡量。与式(2)相同，β1系数不显著，δ1、δ2系数显著，说明税收优惠在用能权交易制度促进企业绿色技术创新过程中同样发挥部分中介作用。

(4)政府补贴：采用政府补贴占营业收入的比重测量，由表9第7、8列结果可知，β1、δ1和δ2系数均显著，说明中介效应成立，无需进行Sobel和Bootstrap检验。这表明，用能权交易制度显著提高了企业政府补贴，进而促进企业绿色技术创新，其中政府补贴起部分中介作用。

综合上述结果可知，用能权交易制度通过正向影响研发资金、研发人员、税收优惠和政府补贴促进企业绿色技术创新。

表9 中介效应检验结果Tab.9 Mediating effect test results

4 结论与启示

4.1 研究结论

本文将用能权交易制度视为一项准自然实验，以2014-2019年中国工业A股上市公司数据为研究样本，使用倾向匹配得分和双重差分模型，探究用能权交易制度对企业绿色技术创新的影响。结果发现：第一，用能权交易制度对中国工业企业绿色技术创新具有显著推动作用。具体而言，该制度对企业绿色发明专利和绿色实用新型专利产出均有促进作用，说明用能权交易制度有效驱动了中国工业企业绿色转型发展。第二，异质性分析结果表明，用能权交易制度促进企业绿色技术创新的作用效果与行业归属和企业所有制密切相关。就行业归属而言，相对于高耗能企业，用能权交易制度对于非高耗能企业绿色技术创新的积极影响更加显著；从企业所有制性质看，其促进作用主要集中于非国有企业，对国有企业的影响不显著。第三，进一步探究影响机制发现，在用能权交易制度对企业绿色技术创新的传导路径中，研发资金、研发人员、税收优惠和政府补贴4个中介变量的中介效应检验结果显著，表明用能权交易制度通过作用于以上变量推动企业绿色技术创新。

4.2 政策建议

以绿色技术创新为内生动力解决环境约束和资源约束难题，是中国经济高质量发展的必经之路。基于研究结论和用能权交易试点方案的政策目标，本文提出以下政策建议：

(1)基于用能权交易制度在试点地区的建设经验，完善用能权交易机制设计。倡导在充分评估各地区现有产业结构、项目布局和用能空间的前提下，探索用能总量指标跨地区有偿交易，实现能源要素流动和集聚，加快推进全国用能权交易市场建设。营造鼓励企业主动进行绿色转型的制度环境，通过完善用能权交易种类、交易渠道和交易方式，提高用能权交易市场活跃度。尊重市场经济基本规律，发挥市场对资源要素的高效配置作用，将政府在用能权交易中的“主导”角色逐步转变为“保障”角色，借助市场引导企业开展绿色技术创新活动，更新生产技术工艺，提高能源配置效率，优化能源使用结构，缓解中国工业企业高质量发展面临的环境资源压力问题。

(2)围绕不同企业的用能特点和用能权交易现状进行针对性制度创新。一方面，在统筹考虑企业经济发展潜力和节能潜力的基础上，确定企业合理的初始用能配额，减轻企业用能成本增加导致的创新研发压力；同时，引导金融机构对节能企业提供多元化信贷支持，鼓励优质人才助力企业绿色技术创新。另一方面，提高税收优惠和政府补贴，为企业进行节能减排技术改造和创新提供支持与保障，推动企业绿色技术创新数量和质量全面提升。

(3)保障用能权交易市场公平公正运行，建立事前、事中和事后全流程监管思路，立足用能权交易过程各阶段的运行特点，进行针对性监督与约束。在全国层面建立用能权交易规范法律框架，在地方层面完善相关规章细则，为用能权交易监管提供法律依据，控制其中潜在的信用风险和操作风险。加大行政执法力度，完善失信惩戒和守信激励机制，对企业拒不履约的行为进行惩罚，对企业开展绿色技术创新活动进行激励，从源头上减少能源消耗，助力中国绿色转型发展。

4.3 不足与展望

本文存在以下不足：①绿色技术创新具有动态溢出效应，本文并未关注用能权交易实施省份周边地区企业的绿色技术创新水平，未来可针对用能权对企业绿色技术创新的空间溢出效应进行分析；②本文考虑研发投入和政府支持作为中介因素的内在作用路径，未对其它作用渠道进行分析，可以金融发展为中介变量，探讨其在用能权交易制度诱发企业绿色技术创新过程中的传导作用；③用能权交易制度实施效果受市场化程度的影响较大，未来可进一步研究市场化程度在用能权交易促进绿色技术创新过程中发挥了哪些调节效应，以完善现有结论。